李莉，李潤(rùn)，王志強(qiáng)，魏鵬

（1.新疆農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830052；2.甘肅農(nóng)業(yè)大學(xué) 林學(xué)院，甘肅 蘭州 730070）

黨的十九大報(bào)告指出，我們要建設(shè)的現(xiàn)代化是人與自然和諧共生的現(xiàn)代化，要提供更多優(yōu)質(zhì)生態(tài)產(chǎn)品以滿足人民日益增長(zhǎng)的優(yōu)美生態(tài)環(huán)境需要。提高環(huán)境治理水平，是走向生態(tài)文明新時(shí)代，建設(shè)美麗中國(guó)的重要內(nèi)容，但我國(guó)地域遼闊，各地區(qū)自然資源稟賦差異較大，社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及環(huán)境治理技術(shù)水平不盡相同，政府的環(huán)境治理能力也存在差異，由此導(dǎo)致我國(guó)環(huán)境治理成效并不均衡。從長(zhǎng)遠(yuǎn)看，環(huán)境治理失衡可能會(huì)引發(fā)政府公信力降低之類的社會(huì)性風(fēng)險(xiǎn)。因此，科學(xué)測(cè)算我國(guó)環(huán)境治理績(jī)效的水平、區(qū)域差異來(lái)源、分析環(huán)境治理績(jī)效的動(dòng)態(tài)演進(jìn)趨勢(shì)，對(duì)推進(jìn)我國(guó)環(huán)境治理體系和治理能力現(xiàn)代化具有現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)綜述

環(huán)境績(jī)效的概念最初出現(xiàn)在企業(yè)管理中，隨著中國(guó)改革開(kāi)放水平不斷提高，經(jīng)濟(jì)進(jìn)入快速增長(zhǎng)期，環(huán)境問(wèn)題已成為影響中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的障礙之一，環(huán)境績(jī)效逐步被引入政府績(jī)效管理評(píng)價(jià)中[1]。包國(guó)憲等[2]認(rèn)為環(huán)境治理績(jī)效是對(duì)政府投入資金、人力、資源等成本在環(huán)境治理中取得成果的評(píng)價(jià)。治理主體在解決環(huán)境問(wèn)題時(shí)，要關(guān)注環(huán)境狀況也要關(guān)注治理結(jié)構(gòu)的狀態(tài)。國(guó)內(nèi)外關(guān)于環(huán)境治理績(jī)效的研究主要集中在以下三個(gè)方面。

（1）環(huán)境治理績(jī)效水平評(píng)價(jià)。在評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的建立方面主要采用了環(huán)境績(jī)效指數(shù)（EPI）模型[3]，“壓力—狀態(tài)—響應(yīng)”（PSR）模型[4]，包含非期望產(chǎn)出的SBM模型[5]以及綜合環(huán)境治理績(jī)效指標(biāo)[6]。關(guān)于環(huán)境治理績(jī)效評(píng)價(jià)方法的研究，目前學(xué)者們主要運(yùn)用了熵值法[7]、數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）[8]、全局主成分分析(GPCA)和熵值法相結(jié)合的綜合指數(shù)法[9]評(píng)價(jià)環(huán)境治理績(jī)效。

（2）關(guān)于環(huán)境治理績(jī)效的影響因素研究。學(xué)者們主要研究了社會(huì)資本、環(huán)境治理技術(shù)、環(huán)保政績(jī)考核、城鎮(zhèn)化、財(cái)政分權(quán)、環(huán)境分權(quán)、府際合作等方面對(duì)環(huán)境治理績(jī)效的影響。研究表明，由上級(jí)政府縱向嵌入的府際合作[10]、環(huán)境行政與環(huán)境司法的有效結(jié)合[11]、環(huán)境污染治理技術(shù)進(jìn)步效率和污染治理投資[12]、環(huán)境信息公開(kāi)[13]、政府生態(tài)環(huán)境注意力[14]、數(shù)字化[15]、社會(huì)信任[16]以及公眾環(huán)境參與行為中的自媒體輿論方式[17]對(duì)區(qū)域環(huán)境治理績(jī)效的提升均有正向影響。而財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境治理績(jī)效具有顯著的負(fù)向抑制作用[18]。橫向府際合作的約束強(qiáng)度與環(huán)境治理績(jī)效之間存在“U”型關(guān)系[19]。環(huán)保政績(jī)考核[20-21]和環(huán)境分權(quán)[22]對(duì)環(huán)境治理績(jī)效的作用存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性。

（3）關(guān)于環(huán)境區(qū)域差異的研究。國(guó)內(nèi)學(xué)者普遍借鑒衡量收入分配差距的泰爾指數(shù)法和基尼系數(shù)法。如班斕等[23]采用泰爾指數(shù)法測(cè)度了我國(guó)環(huán)境污染的區(qū)域差異。王金南等[24]利用資源環(huán)境基尼系數(shù)測(cè)度中國(guó)資源環(huán)境分配的公平性。喬麗霞等[25]選擇綜合基尼系數(shù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)中國(guó)地區(qū)間存在嚴(yán)重的環(huán)境不公平。官永彬[26]采用廣義熵指數(shù)法對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的環(huán)境治理績(jī)效區(qū)域差異進(jìn)行測(cè)度。郭炳南等[27]采用Dagum 基尼系數(shù)測(cè)算了我國(guó)環(huán)境治理績(jī)效的區(qū)域差異，并進(jìn)行了收斂性分析。Dagum 基尼系數(shù)分解法既能科學(xué)測(cè)度環(huán)境治理績(jī)效的總體差異大小，也能測(cè)度區(qū)域差異的來(lái)源結(jié)構(gòu)，有效克服了樣本數(shù)據(jù)之間的交叉重疊缺陷[28]。

從已有研究看，學(xué)術(shù)界關(guān)于環(huán)境治理績(jī)效的研究主要集中于評(píng)價(jià)和影響因素的探討。環(huán)境治理績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的構(gòu)建日趨完善，影響環(huán)境治理績(jī)效的因素分析成果豐碩，但對(duì)我國(guó)環(huán)境治理績(jī)效的區(qū)域差異來(lái)源及動(dòng)態(tài)變化的研究尚需進(jìn)一步補(bǔ)充完善。在研究區(qū)域差異的方法上，泰爾指數(shù)和基尼系數(shù)法因缺乏組群分解而無(wú)法有效識(shí)別區(qū)域差異的來(lái)源結(jié)構(gòu)；而運(yùn)用Dagum 基尼系數(shù)分解法測(cè)度區(qū)域環(huán)境治理績(jī)效差異的研究仍顯不足。鑒于此，結(jié)合以往學(xué)者的研究，基于2010—2020 年中國(guó)30 個(gè)省份（不包括西藏及港澳臺(tái)地區(qū)，下同）的面板數(shù)據(jù)，從環(huán)境保障、環(huán)境質(zhì)量與環(huán)境福利角度構(gòu)建我國(guó)環(huán)境治理績(jī)效綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，通過(guò)熵權(quán)綜合指數(shù)法和Dagum 基尼系數(shù)法對(duì)我國(guó)環(huán)境治理績(jī)效及其區(qū)域差異進(jìn)行科學(xué)測(cè)度，利用Markov 鏈分析我國(guó)環(huán)境治理績(jī)效水平的動(dòng)態(tài)演進(jìn)趨勢(shì)，為促進(jìn)我國(guó)區(qū)域高質(zhì)量協(xié)調(diào)發(fā)展以及公眾環(huán)境福祉共享提供理論依據(jù)和政策參考。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 指標(biāo)體系構(gòu)建

從高質(zhì)量發(fā)展角度看，環(huán)境治理是投入一定的資源來(lái)改善環(huán)境質(zhì)量以增進(jìn)社會(huì)中環(huán)境福利的系統(tǒng)過(guò)程。因此，從環(huán)境保障、環(huán)境質(zhì)量以及環(huán)境福利三個(gè)維度設(shè)計(jì)高質(zhì)量發(fā)展視域下的環(huán)境治理績(jī)效評(píng)價(jià)指數(shù)具有合理性與必要性。本文參考已有研究成果構(gòu)建了評(píng)價(jià)指標(biāo)體系[29]，具體框架見(jiàn)表1。

表1 中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效的評(píng)價(jià)指數(shù)

2.2 研究方法

2.2.1 環(huán)境治理績(jī)效評(píng)價(jià)方法

為了克服主觀賦權(quán)法的隨機(jī)性因素干擾和多指標(biāo)信息重疊問(wèn)題，采用熵權(quán)綜合指數(shù)法測(cè)度各省份環(huán)境治理綜合指數(shù)。具體評(píng)價(jià)過(guò)程如下。

對(duì)環(huán)境治理績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)體系中的數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

式（1）、式（2）中：a代表年份，i代表省份，j代表環(huán)境治理績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)，Xmax和Xmin表示第j項(xiàng)指標(biāo)的最大值和最小值，Xaij和Yaij則分別代表第j項(xiàng)指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化處理前和處理后的值。

構(gòu)建規(guī)范化矩陣Paij：

測(cè)度信息熵Ej：

測(cè)度第j個(gè)環(huán)境治理績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)權(quán)重Wj：

利用加權(quán)求和法測(cè)度環(huán)境治理績(jī)效指數(shù)中各二級(jí)指標(biāo)值Gi：

2.2.2 環(huán)境治理績(jī)效區(qū)域差異分解

運(yùn)用Dagum 基尼系數(shù)法實(shí)證測(cè)度中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效的總體差異，并對(duì)總體差異的來(lái)源結(jié)構(gòu)加以分解。依據(jù)DAGUM[30]提出的分解思想，總體基尼系數(shù)的測(cè)度公式為：

以中國(guó)東部、中部、西部三大區(qū)域?yàn)槔瑈ji、yhr表示第j、h個(gè)區(qū)域中第i、r個(gè)省份的環(huán)境治理績(jī)效。k為區(qū)域個(gè)數(shù)，nj、nh表示j、h區(qū)域中的省份個(gè)數(shù)。將總體基尼系數(shù)G分解為組內(nèi)差異貢獻(xiàn)Gw、組間差異貢獻(xiàn)Gnb和超變密度貢獻(xiàn)Gt三部分。具體測(cè)度過(guò)程如下：

式（10）～（14）中：Djh為第j區(qū)域和第h區(qū)域間環(huán)境治理績(jī)效的相對(duì)影響；djh表示該j區(qū)域和h區(qū)域中所有滿足yji-yhr＞0 的數(shù)學(xué)期望；pjh為超變一階距，表示j區(qū)域和h區(qū)域中所有滿足yhr-yji＞0 的數(shù)學(xué)期望；Fj和Fh分別表示第j區(qū)域和第h區(qū)域的累積密度分布函數(shù)。

相應(yīng)的測(cè)度公式如下：

2.2.3 動(dòng)態(tài)演進(jìn)的馬爾可夫鏈法

馬爾可夫鏈（Markov chain）是基于時(shí)間與狀態(tài)都離散的情況下的一個(gè)隨機(jī)過(guò)程{X(t),t∈T}的狀態(tài)空間[31]。假設(shè)環(huán)境治理績(jī)效水平的轉(zhuǎn)移概率僅與環(huán)境治理績(jī)效水平的狀態(tài)i和j有關(guān)，與m不相關(guān)，則Markov 鏈為：

若將全國(guó)的環(huán)境治理績(jī)效水平分為M種，則可得一個(gè)M×M維的環(huán)境治理績(jī)效水平狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率矩陣P，矩陣P={pij}，其中pij≥0，且每列元素之和等于1。通過(guò)極大似然估計(jì)法測(cè)算轉(zhuǎn)移概率pij，即從第i種類型轉(zhuǎn)移到第j種類型的概率。具體測(cè)算公式如下：

式中：nij表示樣本研究期內(nèi)由環(huán)境治理績(jī)效水平狀態(tài)第i種類型轉(zhuǎn)移到第j種類型的次數(shù)，ni是第i種類型的總次數(shù)。如果環(huán)境治理績(jī)效水平在初始狀態(tài)為i類型，經(jīng)過(guò)發(fā)展變換后類型等級(jí)未變，則可認(rèn)為狀態(tài)平穩(wěn)；如果類型等級(jí)提高，則可視為地區(qū)等級(jí)呈上升態(tài)勢(shì)；如果等級(jí)降低，則將視作地區(qū)環(huán)境治理績(jī)效為下降趨勢(shì)。

空間馬爾可夫鏈法是在傳統(tǒng)馬爾可夫鏈的基礎(chǔ)上加入空間滯后概念，彌補(bǔ)了對(duì)區(qū)域間空間相互作用的忽視[32]?？臻g馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率矩陣是以區(qū)域i在初始年份的空間滯后類型為條件，將傳統(tǒng)的M×M馬爾科夫矩陣分解為M個(gè)M×M條件轉(zhuǎn)移概率矩陣，用于分析在不同地理背景條件下，一個(gè)區(qū)域向上或向下轉(zhuǎn)移的可能性，以此來(lái)探討空間區(qū)域背景對(duì)環(huán)境治理績(jī)效水平區(qū)域轉(zhuǎn)移的總體影響。空間滯后項(xiàng)考慮了區(qū)域i與其鄰近的區(qū)域j的地理位置，通過(guò)該區(qū)域的環(huán)境治理績(jī)效水平與空間權(quán)重的加權(quán)平均進(jìn)行計(jì)算，空間滯后項(xiàng)的表達(dá)公式如下[33]：

式中：Lagj表示j省份的空間滯后值；Yi表示i省的環(huán)境治理績(jī)效水平；n表示省份數(shù)量；空間權(quán)重Wij表示i省份與j省份的空間關(guān)聯(lián)性。本研究采用空間鄰接原則進(jìn)行定義，即若省份間相鄰Wij=1，否則Wij=0[32]。

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文選取中國(guó)30 個(gè)省份的數(shù)據(jù)為樣本，將數(shù)據(jù)樣本區(qū)間定為2010—2020 年，相關(guān)數(shù)據(jù)主要來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境年鑒》以及2010—2020 年中國(guó)各省份的環(huán)境統(tǒng)計(jì)公報(bào)。本文使用Stata17.0 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理及分析。

3 環(huán)境治理績(jī)效水平區(qū)域差異分析

3.1 中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效水平總體特征

根據(jù)構(gòu)建的環(huán)境治理績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，利用熵權(quán)綜合指數(shù)法賦予各個(gè)指標(biāo)權(quán)重，測(cè)算出2010—2020 年中國(guó)30 個(gè)省份的環(huán)境治理績(jī)效水平，并根據(jù)中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的區(qū)域劃分方法進(jìn)行了東部、中部、西部三大地區(qū)劃分。如表2 所示。

表2 2010—2020年中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效水平

由圖1 可知，從整體上來(lái)看，全國(guó)環(huán)境治理績(jī)效水平呈現(xiàn)出上升趨勢(shì)，研究期內(nèi)最高值出現(xiàn)在2019 年和2020 年均為0.121，高于均值的年份為2016—2020 年。黨的十八大以后，國(guó)家以前所未有的力度推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)。2015 年之后我國(guó)頒布實(shí)施了新《環(huán)境保護(hù)法》及《水污染防治行動(dòng)計(jì)劃》《生態(tài)文明體制改革總體方案》等一系列環(huán)境保護(hù)法規(guī)政策，進(jìn)一步強(qiáng)化了污染的治理措施和應(yīng)對(duì)方案，明確了環(huán)境監(jiān)察機(jī)構(gòu)的法律地位，加快了推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)，其治理效果在之后的年份中逐漸顯現(xiàn)。從三大地區(qū)來(lái)看，中國(guó)30 個(gè)省份中的環(huán)境治理績(jī)效水平表現(xiàn)為東部＞中部＞西部，并且西部與中部相差較小，東部地區(qū)環(huán)境治理績(jī)效水平明顯高于中西部，這與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展總體趨勢(shì)較為吻合，可能的原因是經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)地區(qū)有更充裕的環(huán)保資金投入、科技支持和更合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，且觀察期內(nèi)東部地區(qū)率先執(zhí)行了國(guó)家對(duì)重點(diǎn)區(qū)域的環(huán)境治理戰(zhàn)略，環(huán)境局部改善效果明顯。從增速來(lái)看，全國(guó)環(huán)境治理績(jī)效水平在觀察期內(nèi)年均增長(zhǎng)速度為4.83%，呈現(xiàn)較為穩(wěn)定的中速增長(zhǎng)；東部、中部、西部間增速有一定差距，具體表現(xiàn)為東部＞西部＞中部。

經(jīng)過(guò)之前的語(yǔ)義分析，每個(gè)名詞的分類范疇和可能的概念都被找出。然后需要根據(jù)發(fā)布的消息來(lái)確定最合適的詞義，這個(gè)過(guò)程叫做詞義消歧[19]。在經(jīng)過(guò)詞義消歧以后的結(jié)果存儲(chǔ)在標(biāo)注模塊的數(shù)據(jù)庫(kù)里，下面就對(duì)得到的結(jié)果進(jìn)行隱私敏感度分析并執(zhí)行隱私訪問(wèn)控制。

圖1 2010—2020年中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效的總體水平

3.2 環(huán)境治理績(jī)效水平區(qū)域差異分析

根據(jù)2010—2020 年中國(guó)30 個(gè)省份環(huán)境治理績(jī)效水平相關(guān)數(shù)據(jù)，利用Dagum 基尼系數(shù)分解法測(cè)算了觀察期內(nèi)樣本的環(huán)境治理績(jī)效水平的區(qū)域差異及其貢獻(xiàn)率。如表3 所示。

表3 中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效區(qū)域差異及其貢獻(xiàn)率

3.2.1 環(huán)境治理績(jī)效的總體差異及其演變

由圖2 可知，2010—2020 年中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效水平總體差異表現(xiàn)為波動(dòng)上升，總體基尼系數(shù)由2010 年的0.227 增加至2020 年的0.243，增幅為6.63%，表明樣本期內(nèi)我國(guó)環(huán)境治理績(jī)效的區(qū)域差異總體在擴(kuò)大。其波動(dòng)變化具體表現(xiàn)為從快速上升、快速下降到緩慢上升略有下降。具體而言，2010—2011 年、2018—2019 年區(qū)域間差距呈擴(kuò)大態(tài)勢(shì)，其原因可能是2010 年廣東、江蘇、浙江等東部省份率先加大了污染治理投資，已有研究表明環(huán)境污染治理投資對(duì)環(huán)境績(jī)效有正向影響[12]，部分地區(qū)環(huán)境污染問(wèn)題因資金上的支持而得到了治理和改善，在一定程度上擴(kuò)大了全國(guó)環(huán)境治理成效水平的差距。此外，我國(guó)于2018 年相繼出臺(tái)京津冀及周邊、長(zhǎng)三角等重點(diǎn)區(qū)域大氣污染綜合治理攻堅(jiān)的行動(dòng)方案，并且進(jìn)行了重點(diǎn)城市和長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶黑臭水體整治，此類重點(diǎn)區(qū)域環(huán)境治理政策的實(shí)施效果開(kāi)始顯現(xiàn)。而從全國(guó)范圍來(lái)看，地區(qū)環(huán)境治理成效差異也相繼出現(xiàn)。觀察期內(nèi)樣本整體的環(huán)境治理績(jī)效差異擴(kuò)大意味著我國(guó)環(huán)境治理區(qū)域協(xié)同性有待加強(qiáng)。

圖2 2010—2020年中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效的總體差異

3.2.2 環(huán)境治理績(jī)效的地區(qū)內(nèi)差異及其演變

如圖3 所示，我國(guó)三大區(qū)域的基尼系數(shù)都呈現(xiàn)出不同形式的波動(dòng)演變特征?？傮w來(lái)看，東部地區(qū)的基尼系數(shù)依次高于西部和中部地區(qū)，說(shuō)明東部地區(qū)省份之間環(huán)境治理績(jī)效差異程度較大，中部區(qū)域各省份環(huán)境治理績(jī)效差異相對(duì)較小，意味著其區(qū)域內(nèi)環(huán)境治理績(jī)效水平較為均衡。從演變趨勢(shì)看，東部地區(qū)基尼系數(shù)曲線呈現(xiàn)出快速上升—下降后緩慢上升—略有下降的演變特征，與全國(guó)整體差異變化趨勢(shì)較為相似。從增長(zhǎng)幅度上看，東部地區(qū)在觀察期內(nèi)環(huán)境治理績(jī)效的整體增幅為22.34%，說(shuō)明在2010—2020 年?yáng)|部地區(qū)各省份的環(huán)境治理績(jī)效水平差距有所擴(kuò)大。中部地區(qū)基尼系數(shù)曲線呈逐漸下降趨勢(shì)，樣本期內(nèi)基尼系數(shù)的降幅達(dá)到67.14%，表明中部地區(qū)內(nèi)部環(huán)境治理協(xié)同性較高。西部地區(qū)基尼系數(shù)在整體有所下降的基礎(chǔ)上呈現(xiàn)出“W”形演變特征，觀察期內(nèi)經(jīng)歷了“下降—上升—下降—上升”的變化，其總體降幅為30.20%，說(shuō)明該地區(qū)在2010—2020 年區(qū)域內(nèi)各省份環(huán)境治理績(jī)效差距有所縮小。

3.2.3 環(huán)境治理績(jī)效的地區(qū)間差異及其演變

我國(guó)三大地區(qū)之間環(huán)境治理績(jī)效差異如圖4 所示。總體而言，三大地區(qū)間差距明顯，樣本考察期內(nèi)地區(qū)間差距大小依次為東部—西部＞東部—中部＞中部—西部。從地區(qū)間基尼系數(shù)曲線演化趨勢(shì)看，東部—西部基尼系數(shù)和東部—中部基尼系數(shù)走勢(shì)基本相近，均呈現(xiàn)出波動(dòng)上升的趨勢(shì)；中部—西部基尼系數(shù)波動(dòng)幅度比較平穩(wěn)，出現(xiàn)緩慢下降的態(tài)勢(shì)。

圖4 2010—2020年中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效的地區(qū)間差異

具體來(lái)看，東部—西部和東部—中部基尼系數(shù)曲線大體表現(xiàn)出快速上升—快速下降—平穩(wěn)發(fā)展—小幅上升—小幅下降的演變特征，其觀察期內(nèi)增幅分別為12.08%和8.02%，這表明東部與西部、東部與中部之間的環(huán)境治理績(jī)效差距在逐漸擴(kuò)大，且東部地區(qū)環(huán)境治理水平依次高于中部和西部。中部與西部地區(qū)間差異呈現(xiàn)輕微波動(dòng)總體下降趨勢(shì)，降幅為30.76%，說(shuō)明中部和西部地區(qū)間環(huán)境治理績(jī)效差距在逐漸縮小。我國(guó)三大地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡伴隨產(chǎn)生的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移及環(huán)境成本轉(zhuǎn)移，在一定程度上造成了地區(qū)間環(huán)境治理績(jī)效的不均衡現(xiàn)象。東部地區(qū)整體處于優(yōu)越的地理位置，具有良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境和較為先進(jìn)的科技水平，其環(huán)境治理資源、治理手段也是處于全國(guó)領(lǐng)先水平。部分東部省份淘汰的污染產(chǎn)業(yè)和落后產(chǎn)能轉(zhuǎn)入中西部省份，很可能會(huì)引致環(huán)境治理的結(jié)構(gòu)性矛盾。另外，經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施相對(duì)完善、居民環(huán)保意識(shí)相對(duì)較高，而欠發(fā)達(dá)地區(qū)的環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施及相關(guān)從業(yè)人員相對(duì)供給不足也是造成環(huán)境治理效果不均衡的原因之一。

圖5 為我國(guó)環(huán)境治理績(jī)效的差異來(lái)源及差異貢獻(xiàn)率的變化趨勢(shì)。從貢獻(xiàn)率結(jié)構(gòu)來(lái)看，樣本期內(nèi)我國(guó)環(huán)境治理績(jī)效總體差異的主要來(lái)源是地區(qū)間差異，這與已有研究結(jié)論一致[27]。地區(qū)間平均貢獻(xiàn)率高達(dá)66.83%；其次是地區(qū)內(nèi)差異，貢獻(xiàn)率均值為28.73%；而超密度差異最小，貢獻(xiàn)率均值僅為4.44%。從貢獻(xiàn)率演變規(guī)律看，地區(qū)間差異貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)出小幅下降—小幅上升趨勢(shì)，總體增幅為0.81%，波動(dòng)幅度不大；地區(qū)內(nèi)差異基本處于平穩(wěn)態(tài)勢(shì)，其貢獻(xiàn)率維持在27%～30%區(qū)間；超密度貢獻(xiàn)率呈波動(dòng)下降態(tài)勢(shì)，總體降幅達(dá)54.53%，波動(dòng)幅度相對(duì)較大。因此，未來(lái)縮小環(huán)境治理績(jī)效的區(qū)間不平衡是化解我國(guó)環(huán)境治理績(jī)效水平不均衡問(wèn)題的關(guān)鍵。

圖5 2010—2020年中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效的差異來(lái)源

4 環(huán)境治理績(jī)效水平動(dòng)態(tài)演進(jìn)分析

結(jié)合我國(guó)環(huán)境治理績(jī)效水平的實(shí)際狀況和已有研究，基于觀察期內(nèi)30 個(gè)省份環(huán)境治理績(jī)效水平的平均值，將中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效水平劃分為四種類型。其中：低于全國(guó)環(huán)境治理績(jī)效水平平均值的50%的省份為低水平省份，用類型Ⅰ表示，區(qū)間為(0,0.052 267]；環(huán)境治理績(jī)效水平位于全國(guó)平均值的50%～100%之間為中低水平省份，用類型Ⅱ表示，區(qū)間為(0.052 267,0.104 534]；環(huán)境治理績(jī)效水平位于全國(guó)平均值的100%～150%之間為中高水平省份，用類型Ⅲ表示，區(qū)間為(0.104 534,0.156 801]；環(huán)境治理績(jī)效水平高于全國(guó)平均值的150%稱為高水平省份，用類型Ⅳ表示，區(qū)間為(0.156 801,+∞]。

通過(guò)對(duì)比傳統(tǒng)馬爾可夫鏈和空間馬爾可夫鏈的方法，探究環(huán)境治理績(jī)效水平在觀察期內(nèi)從時(shí)間及空間的動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移特征及其發(fā)生動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移的可能性大小。

4.1 傳統(tǒng)Markov鏈分析

由表5 無(wú)空間滯后數(shù)據(jù)可知，（1）整體來(lái)看，在T=1 時(shí)期，中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效表現(xiàn)出“俱樂(lè)部趨同”的現(xiàn)象。具體來(lái)看，對(duì)角線上的轉(zhuǎn)移概率總體大于非對(duì)角線上的轉(zhuǎn)移概率，對(duì)角線上的最大概率接近于1，最小為0.600，表明對(duì)環(huán)境治理績(jī)效保持穩(wěn)定的概率至少為60%。低水平省份的環(huán)境治理易陷入“貧困陷阱”，“馬太效應(yīng)”明顯。即在不考慮空間因素的影響時(shí)，低、中低水平向上轉(zhuǎn)移的概率僅為18.8%和32.5%，遠(yuǎn)低于其保持穩(wěn)定的81.3%和66.3%的概率，因此，各省份環(huán)境治理績(jī)效在短時(shí)間內(nèi)很難實(shí)現(xiàn)跨越式發(fā)展，治理績(jī)效的持續(xù)性較強(qiáng)，不同水平省份之間的流動(dòng)性較低，存在短期內(nèi)的路徑依賴特征。

（2）隨著時(shí)代的發(fā)展，中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效水平概率分布的躍升態(tài)勢(shì)逐漸顯現(xiàn)，治理績(jī)效水平有所提高。從具體數(shù)值來(lái)看，T=2 和T=3 時(shí)期，環(huán)境治理績(jī)效低水平省份保持穩(wěn)定的概率分別為76.4%和65.6%，向上躍升的概率分別23.6%和34.4%，較T=1 時(shí)期上升4.9%和15.6%；中低和中高水平省份治理績(jī)效躍升態(tài)勢(shì)最為明顯，說(shuō)明逐步擴(kuò)大中低水平省份的環(huán)境治理成果是建設(shè)“美麗中國(guó)”的重中之重。T=2 和T=3 時(shí)，中低水平省份保持穩(wěn)定的概率下降到47.2%和37.5%，其向上轉(zhuǎn)移的概率分別較T=1 時(shí)期上升20.3%和20.6%；與之類似，中高水平省份保持穩(wěn)定的概率下降到45.8%和62.5%，其向上轉(zhuǎn)移的概率分別較T=1 時(shí)期上升14.6%和31.3%。這主要是因?yàn)榄h(huán)境治理不是一蹴而就的，需要各地區(qū)長(zhǎng)時(shí)間的積累，才能實(shí)現(xiàn)跨越式發(fā)展。

4.2 空間Markov鏈分析

空間因素是否在中國(guó)環(huán)境治理過(guò)程中發(fā)揮顯著影響可以由卡方檢驗(yàn)測(cè)度，表4 所示為不同時(shí)長(zhǎng)下中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效的空間Markov 轉(zhuǎn)移概率顯著性檢驗(yàn)結(jié)果。由表4 可知，中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效分布演進(jìn)過(guò)程中存在空間效應(yīng)，即某一省份環(huán)境治理績(jī)效水平的動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移受其周邊地區(qū)的影響。為了進(jìn)一步量化這種空間效應(yīng)，測(cè)度得到不同轉(zhuǎn)移時(shí)長(zhǎng)下中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效的空間Markov 轉(zhuǎn)移概率矩陣，如表5 所示。

表4 空間 Markov轉(zhuǎn)移概率c2顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

表5 中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效的Markov鏈時(shí)空演化轉(zhuǎn)移矩陣

第一，在地理空間效應(yīng)的作用下我國(guó)環(huán)境治理績(jī)效的轉(zhuǎn)移表現(xiàn)出一定的空間依賴性。如表5 所示，當(dāng)T=1時(shí)，在不考慮鄰域空間滯后類型的條件下，類型Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ和Ⅳ穩(wěn)定概率分別為81.3%、66.3%、60%和96.7%；而考慮鄰域空間滯后類型的條件下，類型Ⅰ的穩(wěn)定概率分別為90.3%、72.7%、25%和0%，類型Ⅱ的穩(wěn)定概率為100%、54.5%、78.3%和60%，類型Ⅲ的穩(wěn)定概率分別為80%、80%、48.6%和25%，類型Ⅳ的穩(wěn)定概率分別為0%、0%、87.5%和100%。即在相同時(shí)間段內(nèi)，傳統(tǒng)轉(zhuǎn)移概率矩陣結(jié)果與空間矩陣轉(zhuǎn)移結(jié)果存在一定的差異，說(shuō)明近鄰省份類型對(duì)環(huán)境治理績(jī)效的轉(zhuǎn)移具有帶動(dòng)或抑制作用。

第二，鄰域空間滯后類型對(duì)地區(qū)環(huán)境治理績(jī)效水平的升降具有一定的影響。具體而言，如在T=1 時(shí)，P34/4=0.750 ＞P34=0.313、P23/4=0.400 ＞P23=0.325 等，表明環(huán)境治理績(jī)效高水平省份對(duì)鄰近地區(qū)起到輻射帶動(dòng)的作用，即存在地理空間上的正向“溢出效應(yīng)”。與之相反，如P43/1=0 ＜P43=0.033，其空間抑制作用明顯，即存在地理空間上的負(fù)向“溢出效應(yīng)”，相鄰地區(qū)可能會(huì)陷入生態(tài)傾銷的貧困化陷阱。

5 結(jié)論與啟示

5.1 結(jié)論

通過(guò)中國(guó)30 個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，采用熵權(quán)綜合指數(shù)法測(cè)度2010—2020 年中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效水平，利用Dagum 基尼系數(shù)分析了中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效區(qū)域差異，并通過(guò)Markov 鏈對(duì)其動(dòng)態(tài)演進(jìn)過(guò)程進(jìn)行分析，主要研究結(jié)果表明：

（1）中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效整體水平有所上升且存在較大進(jìn)步空間，不同省份間存在較大差異?？傮w表現(xiàn)為由東向西依次遞減趨勢(shì)。上海、北京、天津和海南的環(huán)境治理績(jī)效水平較高，甘肅、云南、貴州、青海等省份環(huán)境治理績(jī)效水平相對(duì)較低。

（2）Dagum 基尼系數(shù)分解顯示，我國(guó)環(huán)境治理績(jī)效的總體差異在樣本期內(nèi)呈現(xiàn)出波動(dòng)上升的演化趨勢(shì)。從三大區(qū)域來(lái)看，中部地區(qū)內(nèi)環(huán)境治理績(jī)效差異呈下降態(tài)勢(shì)，東部和西部地區(qū)內(nèi)差異呈現(xiàn)上升態(tài)勢(shì)；區(qū)域間差異是導(dǎo)致我國(guó)環(huán)境治理績(jī)效空間非均衡的主要根源，其對(duì)總體差異的貢獻(xiàn)率呈緩慢上升趨勢(shì)，區(qū)域內(nèi)差異貢獻(xiàn)率整體保持平穩(wěn)，而超密度貢獻(xiàn)率呈波動(dòng)下降之勢(shì)。

（3）Markov 鏈分析結(jié)果顯示，中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效水平的時(shí)間演進(jìn)特征表現(xiàn)為短期內(nèi)總體平穩(wěn)，流動(dòng)性較弱，不容易實(shí)現(xiàn)類型的等級(jí)躍遷；而隨著時(shí)代的發(fā)展，中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效水平的概率分布的躍升態(tài)勢(shì)逐漸顯現(xiàn)，治理績(jī)效水平有一定的提高。從空間動(dòng)態(tài)演進(jìn)上看，中國(guó)環(huán)境治理績(jī)效的轉(zhuǎn)移表現(xiàn)出一定的空間依賴性，鄰域空間滯后類型對(duì)地區(qū)環(huán)境治理績(jī)效水平的升降產(chǎn)生了影響。環(huán)境治理績(jī)效較高的鄰域?qū)χ苓吺》菥哂姓蛞绯鲂?yīng)，帶動(dòng)鄰域向上轉(zhuǎn)移的可能性較大；環(huán)境治理績(jī)效較低的鄰域?qū)χ苓吺》荽嬖谪?fù)向溢出效應(yīng)，可能會(huì)抑制鄰域向上轉(zhuǎn)移的可能性。

5.2 啟示

（1）重視全面治理與區(qū)域重點(diǎn)治理失衡的矛盾，推進(jìn)環(huán)境治理績(jī)效區(qū)域均衡化發(fā)展，避免因“選擇性治理”擴(kuò)大區(qū)域差異。加強(qiáng)區(qū)域協(xié)作，推進(jìn)生態(tài)環(huán)境府際協(xié)同治理。打破區(qū)域間行政壁壘，共建生態(tài)環(huán)境協(xié)同治理平臺(tái)，積極推動(dòng)區(qū)域間環(huán)境治理技術(shù)與經(jīng)驗(yàn)的共創(chuàng)共享。東部地區(qū)在保持穩(wěn)定發(fā)展的同時(shí)，加強(qiáng)中西部地區(qū)環(huán)境治理要素的投入，并契合當(dāng)前“新基建”推進(jìn)契機(jī)，實(shí)現(xiàn)區(qū)域間環(huán)境治理基礎(chǔ)設(shè)施與數(shù)據(jù)信息的互聯(lián)互通。

（2）創(chuàng)新賦能，因地制宜推動(dòng)區(qū)域環(huán)境治理績(jī)效持續(xù)增長(zhǎng)。一方面，東部地區(qū)可以利用區(qū)位優(yōu)勢(shì)，積極推動(dòng)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略，發(fā)展大數(shù)據(jù)、互聯(lián)網(wǎng)、人工智能、現(xiàn)代服務(wù)業(yè)等戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的融合，加強(qiáng)高水平省份對(duì)低水平省份的輻射效應(yīng)。另一方面，中西部地區(qū)可以加大綠色創(chuàng)新投入的扶持力度，激勵(lì)企業(yè)將技術(shù)創(chuàng)新落實(shí)到生產(chǎn)全過(guò)程，降低資源能耗和污染物排放，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與升級(jí)對(duì)生態(tài)環(huán)境治理績(jī)效的提升效應(yīng)。

（3）優(yōu)化地方政府生態(tài)政績(jī)考核方式，注重區(qū)域生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的聯(lián)動(dòng)與差異考核，避免地方政府的環(huán)境治理“搭便車”行為。區(qū)域間環(huán)境治理協(xié)作需遵循分類施策原則，各地區(qū)應(yīng)選擇適宜且協(xié)調(diào)的環(huán)境政策工具，東部地區(qū)應(yīng)積極探索市場(chǎng)激勵(lì)型與公眾參與型環(huán)境政策工具，而中部、西部地區(qū)則重點(diǎn)優(yōu)化以政府強(qiáng)制型為主的政策工具組合，逐步縮小環(huán)境治理績(jī)效的區(qū)域差距，促進(jìn)全面綠色發(fā)展。